汪明星

摘 要:本文運(yùn)用協(xié)整分析與誤差修正模型等計(jì)量分析方法就1983~2007年間外商直接投資對(duì)中國(guó)國(guó)內(nèi)投資產(chǎn)生的影響做了實(shí)證分析。從分析結(jié)果來(lái)看,長(zhǎng)期內(nèi)外商直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)投資產(chǎn)生了擠出效應(yīng),而短期內(nèi)外商直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)投資存在滯后一期的負(fù)影響,這要求對(duì)當(dāng)前的利用外資政策做一定程度的調(diào)整,從而削弱這種擠出效應(yīng),不斷提高利用外資的質(zhì)量。

關(guān)鍵詞:外商直接投資;擠出效應(yīng);協(xié)整;誤差修正模型

中圖號(hào):F125.4文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A文章編號(hào):9451(2009)02-98-05

An Empirical Study of the Effect of Foreign

Direct Investment on Chinas Domestic Investment

WANG MingMxing

(School of Statistics,Jiangxi University of Finance and Economics,NanChang 330013,China)

Abstract:

An empirical analysis of the effect of foreign direct investiment from 1983~2007 on Chinas domestic investment is mady by using the cointegration analysis and the error correction model.The results obtained show that foreign direct investment has a crowdingMout effect on domestic investment in the long term while in the short term it has a lagged and negative effect,which requires the relevant government departments to make a right adjustment in the current policy on utilization of foreign investment so as to weaken such a crowdingMout effect and make better use of foreign investment.

Key Words:foreign direct investment;crowdingMout effect;cointegration;

error correction model

吸引外商來(lái)華投資是推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速發(fā)展的重要?jiǎng)恿χ弧Ｍ馍讨苯油顿Y(FDI)的流入不僅為發(fā)展中國(guó)家發(fā)展經(jīng)濟(jì)帶來(lái)了稀缺的資金、技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn),而且為東道國(guó)創(chuàng)造了更多的就業(yè)機(jī)會(huì),增加了政府的財(cái)政收入,改善了東道國(guó)的對(duì)外貿(mào)易,優(yōu)化了東道國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等。但是隨著我國(guó)利用外資規(guī)模的不斷擴(kuò)大,外商直接投資的負(fù)面效應(yīng)開(kāi)始凸顯并影響了中國(guó)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展,其中外商直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)投資的擠出效應(yīng)就是一個(gè)備受關(guān)注的問(wèn)題。因此本文從整個(gè)宏觀角度出發(fā),分析外商直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)投資的短期和長(zhǎng)期影響,從而為政府調(diào)整利用外資結(jié)構(gòu)和規(guī)模,提高利用外資質(zhì)量,發(fā)揮外資的正面效應(yīng)提供理論依據(jù)。

(一)外商直接投資(FDI)與國(guó)內(nèi)投資關(guān)は檔睦礪厶教

國(guó)內(nèi)總投資包括本國(guó)投資者所形成的投資和外商所形成的投資這兩部分。相應(yīng)地,外商直接投資與國(guó)內(nèi)投資之間的關(guān)系也就有兩種:第一,外商直接投資與外商所形成的那部分國(guó)內(nèi)投資之間的關(guān)系問(wèn)題,也就是反映外商直接投資如何轉(zhuǎn)化為外商所形成的那部分國(guó)內(nèi)投資。第二,外商直接投資與本國(guó)投資者所形成的那部分國(guó)內(nèi)投資之間的相關(guān)性問(wèn)題,即外商直接投資是促進(jìn)了國(guó)內(nèi)投資,還是減少了國(guó)內(nèi)投資,或者兩者之間根本不存在相關(guān)性。本文所要探討的外商直接投資與國(guó)內(nèi)投資的關(guān)系屬于后者。如果外商直接投資的增加導(dǎo)致國(guó)內(nèi)總投資的增加額超過(guò)了外商直接投資本身的增加額,則說(shuō)明了外商直接投資帶動(dòng)或促進(jìn)了國(guó)內(nèi)投資,此時(shí)稱(chēng)外商直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)投資產(chǎn)生了擠入效應(yīng)。擠入效應(yīng)的產(chǎn)生途徑主要有:外商直接投資流入,如果給東道主國(guó)家?guī)?lái)新技術(shù)或新產(chǎn)品,迫于競(jìng)爭(zhēng)的壓力,國(guó)內(nèi)企業(yè)會(huì)不得不引進(jìn)新技術(shù)或者增加自己的研發(fā)投入來(lái)提高企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力,從而導(dǎo)致國(guó)內(nèi)投資的增加;若外商投資的行業(yè)與上下游產(chǎn)業(yè)有很強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性,外商直接投資的增加會(huì)帶動(dòng)下游和上游企業(yè)投資的增加;另外FDI企業(yè)與國(guó)內(nèi)企業(yè)之間的人才流動(dòng)會(huì)使前者的先進(jìn)技術(shù),管理經(jīng)驗(yàn)流入到后者,這樣國(guó)內(nèi)企業(yè)利用先進(jìn)技術(shù)提高了勞動(dòng)生產(chǎn)率同時(shí)也會(huì)增加自己的投資。相反地,若外商直接投資的增加導(dǎo)致國(guó)內(nèi)總投資的增加額小于其自身的增加額,則國(guó)內(nèi)投資減少,外商直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)投資產(chǎn)生了擠出效應(yīng)。一般來(lái)說(shuō),FDI企業(yè)擁有先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù),經(jīng)營(yíng)管理以及強(qiáng)大的品牌力量,再加上東道主國(guó)家給予的各種優(yōu)惠會(huì)使得其在爭(zhēng)奪生產(chǎn)要素,產(chǎn)品市場(chǎng)中處于有利地位,若FDI企業(yè)進(jìn)入了國(guó)內(nèi)發(fā)展已相對(duì)成熟、競(jìng)爭(zhēng)相對(duì)激烈的行業(yè),在投資機(jī)會(huì)和產(chǎn)品市場(chǎng)飽和的狀態(tài)下外商直接投資的進(jìn)入必然會(huì)減少甚至替代國(guó)內(nèi)投資。另外,FDI企業(yè)通過(guò)進(jìn)口來(lái)購(gòu)買(mǎi)原材料和出口來(lái)實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品的銷(xiāo)售,這樣會(huì)切斷與國(guó)內(nèi)上下游行業(yè)之間的原有關(guān)聯(lián)性從而導(dǎo)致國(guó)內(nèi)投資的減少。最后,如果外商直接投資的增加額等于國(guó)內(nèi)總投資的增加額,則表明兩者之間不存在相關(guān)性。

(二)國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)綜述

關(guān)于外商直接投資與東道主國(guó)家國(guó)內(nèi)投資關(guān)系的研究國(guó)內(nèi)外學(xué)者針對(duì)不同的國(guó)家和地區(qū)利用不同的擠入擠出效應(yīng)模型得出的結(jié)論是不一樣的。Borensztein Gregorio和Lee運(yùn)用內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型對(duì)69個(gè)發(fā)展中國(guó)家1970M1989年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)國(guó)內(nèi)投資產(chǎn)生了擠出效應(yīng),國(guó)內(nèi)總投資的增加額約為FDI流入增加額的1.5M2.3倍。ManuelR Agosin和Ricrado Mayer采用1970M1996年間亞洲、非洲和拉丁美洲39個(gè)國(guó)家的面板數(shù)據(jù),運(yùn)用總投資模型,證明FDI對(duì)亞洲各國(guó)的國(guó)內(nèi)投資產(chǎn)生了很強(qiáng)的擠入效應(yīng),對(duì)拉丁美洲各國(guó)卻產(chǎn)生了擠出效應(yīng),與非洲各國(guó)的國(guó)內(nèi)投資則無(wú)顯著的相關(guān)性。

近年來(lái),國(guó)內(nèi)部分學(xué)者也對(duì)外商直接投資對(duì)中國(guó)國(guó)內(nèi)投資的擠入擠出效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證研究。張倩肖在新古典投資模型的基礎(chǔ)上證明了外商直接投資對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)投資產(chǎn)生了替代效應(yīng)。在區(qū)域性研究方面,王志鵬和李子奈運(yùn)用面板數(shù)據(jù)分析后發(fā)現(xiàn),FDI對(duì)我國(guó)東部地區(qū)的國(guó)內(nèi)投資產(chǎn)生了擠出效應(yīng),對(duì)中部地區(qū)國(guó)內(nèi)投資存在擠入效應(yīng),而西部地區(qū)FDI的擠出效應(yīng)不顯著;薄文廣采用總投資模型論證了珠江三角洲地區(qū)FDI的擠出效應(yīng)比長(zhǎng)江三角洲地區(qū)更加明顯。

以上在分析FDI對(duì)國(guó)內(nèi)投資的影響時(shí)大多采用總投資模型,由于模型中解釋變量很多容易產(chǎn)生多重共線(xiàn)性,另外解釋變量中還含有滯后被解釋變量,因此運(yùn)用OLS法來(lái)估計(jì)模型就會(huì)失效。本文采用協(xié)整理論和誤差修正模型來(lái)分析外商直接投資,國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)國(guó)內(nèi)總投資的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)影響。

二、實(shí)證分析

(一)變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

影響國(guó)內(nèi)總投資規(guī)模的因素諸多,主要有兩種投資需求模型:加速度模型和資本存量模型。在這里采用加速度模型來(lái)研究總投資的變化,加速度模型表明投資需求不僅要受到本期國(guó)民收入水平的影響,而且要受到上期國(guó)民收入的影響,同時(shí)還要受到本期流入的外國(guó)資本的影響。因此我們可以將實(shí)際利用的外商直接投資額(FDI),國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)作為影響國(guó)內(nèi)總投資的主要因素,研究它們對(duì)國(guó)內(nèi)總投資的長(zhǎng)期和短期影響。從中經(jīng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)中可以搜集到1983M2007各年全國(guó)的FDI,GDP數(shù)據(jù),而國(guó)內(nèi)總投資額用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資完成額(DI)來(lái)代替。由于統(tǒng)計(jì)資料上FDI數(shù)據(jù)是以美元標(biāo)價(jià)的外商直接投資額,在分析中首先將其用美元對(duì)人民幣的年平均匯率折算成以人民幣標(biāo)價(jià)的外商直接投資額。為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差,分別對(duì)以上的外商直接投資額,國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值,全社會(huì)固定資產(chǎn)投資完成額取對(duì)數(shù),取對(duì)數(shù)后的結(jié)果來(lái)表示。

(二)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對(duì)于非平穩(wěn)的時(shí)間序列變量建立回歸模型可能產(chǎn)生偽回歸的問(wèn)題,因此在回歸分析之前必須要對(duì)變量序列l(wèi)nGDP玹、lnFDI玹、lnDI玹進(jìn)行單位根檢驗(yàn),以確定變量的平穩(wěn)性及單整階數(shù)。運(yùn)用Eviews5.0中ADF方法分別對(duì)lnGDP玹、lnFDI玹、lnDI玹進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如下表1。

表1中d表示變量的一階差分;檢驗(yàn)形式中C代表包含常數(shù)項(xiàng),T代表含有趨勢(shì)項(xiàng),K表示滯后階數(shù);滯后階數(shù)的選擇標(biāo)準(zhǔn)是以AIC和SC值最小為準(zhǔn)則。從表1中可以看出,ln(GDP玹)、ln(FDI玹)、ln(DI玹)的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值分別大于1%顯著性水平下的臨界值,不能拒絕存在單位根的原假設(shè),表明水平序列l(wèi)nGDP玹、lnFDI璽、lnDI玹都是非平穩(wěn)的;其一階差分變量d(lnGDP玹)、d(lnFDI玹)、d(lnDI玹)的ADF統(tǒng)計(jì)量值分別小于10%顯著性水平下的臨界值,這樣它們的一階差分變量在10%顯著性水平下都是平穩(wěn)的,因此ln(GDP玹)、ln(FDI玹)、ln(DI玹)都屬于一階單整變量序列。

(三)變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

盡管lnGDP玹、lnFDI玹、lnDI玹都是非平穩(wěn)的,可是同為一階單整變量的它們之間可能存在一個(gè)穩(wěn)定的線(xiàn)性組合。采用Johansen方法對(duì)ln(GDP玹)、ln(FDI玹)、ln(DI玹)是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn),在“Cointegrating Equation(CE) and VAR specification”欄目中選擇第三個(gè)備選項(xiàng),即設(shè)定時(shí)間序列數(shù)據(jù)存在確定性線(xiàn)性趨勢(shì),但協(xié)整方程(CE)和向量自回歸模型(VAR)中只含有截距項(xiàng)不含有趨勢(shì)項(xiàng),同時(shí)一階差分滯后階數(shù)選擇為2階,Eviews5.0運(yùn)行結(jié)果如下表2和表3。

表2中在檢驗(yàn)原假設(shè)H0:玶=0時(shí)無(wú)論跡統(tǒng)計(jì)量還是最大特征值統(tǒng)計(jì)量都大于5%顯著性水平下的臨界值,表明拒絕原假設(shè),三個(gè)變量之間至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系;在檢驗(yàn)原假設(shè)H0:玶=1時(shí)統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量都小于對(duì)應(yīng)5%顯著性水平下的臨界值,說(shuō)明不能拒絕H0:玶=1,因此﹍n(GDP玹)、ln(FDI璽)、ln(DI璽)之間僅僅存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。表3給出了三者之間的協(xié)整數(shù)量關(guān)系式:

lnDI玹=-3.85500+1.33874lnGDP玹-お0.127547猯nFDI玹

雖然全社會(huì)固定資產(chǎn)投資,國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和實(shí)際利用的外商直接投資都有各自的波動(dòng)規(guī)律,但從長(zhǎng)期來(lái)看,三者之間存在一個(gè)穩(wěn)定的關(guān)系,其中國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資產(chǎn)生了促進(jìn)作用,國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1%會(huì)使得全社會(huì)固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)約1.3%,而外商直接投資則擠出了部分國(guó)內(nèi)企業(yè)的固定資產(chǎn)投資, 實(shí)際利用的外商直接投資每增加1%將使得國(guó)內(nèi)總投資減少近0.13%。

(四)建立誤差修正模型

協(xié)整關(guān)系反映了變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,但由于許多隨機(jī)因素影響著包括諸多變量的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng),所以經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)經(jīng)常處于一種非均衡狀態(tài)。變量組成的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)之所以能夠保持一種均衡趨勢(shì),是因?yàn)橄到y(tǒng)本身具有自我調(diào)整機(jī)制,當(dāng)變量在上一期偏離了均衡點(diǎn)時(shí)系統(tǒng)在下一期會(huì)對(duì)上一期的非均衡誤差做出修正從而使得變量不斷地圍繞著長(zhǎng)期均衡關(guān)系進(jìn)行上下波動(dòng)而不是更進(jìn)一步地脫離均衡關(guān)系。構(gòu)造誤差修正模型正是為了尋找這種調(diào)整機(jī)制,它描述了變量從短期波動(dòng)向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的過(guò)程。根據(jù)ln(GDP玹)、ln(FDI玹)、ln(DI玹)之間的協(xié)整關(guān)系:ln獶I璽=-3.85500+1.33874猯n獹DP璽-0.127547ln獸DI璽,可以建立如下形式的誤差修正模型:

上式中參數(shù)β璱(i=1,2,…,9)是短期參數(shù),表示變量之間的短期調(diào)整關(guān)系,其中β9也稱(chēng)為修正系數(shù),它反映上期的不均衡誤差對(duì)本期被解釋變量短期波動(dòng)的影響程度,說(shuō)明被解釋變量短期對(duì)誤差的調(diào)整速度。獷CM┆玹-1 代表非均衡誤差的一階滯后項(xiàng),獷CM﹖-1=3.85500+玪nEI﹖-1-1.33874玪nGDP﹖-1+0.127547玪nFDI﹖-1運(yùn)用OLS法對(duì)以上的誤差修正模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì),得到如表4的結(jié)果:

玆2=0.860981,調(diào)整的R2=0.756716,獶W=2.430159,F-玸tatistic=8.257670.

從表4中可以看出,解釋變量中只有

d(lnDI﹖-2),玠ln(GDP璽),玠(lnFDI﹖-1),獷CM﹖-1的T統(tǒng)計(jì)量通過(guò)了顯著性檢驗(yàn),因此剔除其他的解釋變量,只以d(ln(DI﹖-2),玠(lnGDP璽),玠(lnFDI﹖-1) ,獷CM﹖-1,作為解釋變量重新用玂LS法對(duì)誤差修正模型進(jìn)行估計(jì),估計(jì)結(jié)果如下表5。

從估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)所有的解釋變量都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn),而且模型的擬合優(yōu)度(R2=0.804872)也比較高,說(shuō)明所建的誤差修正模型是有效的,它可以表示成下列形式:

d(lnDI玹)=-0.130397+0.591627d(lnDI┆玹-2)+1.619331猟(lnGDP玹)-0.233414d(lnFDI┆玹-1)-0.300074狤CM┆玹-1

其中前兩期全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的變動(dòng)以及本期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的變化都對(duì)本期全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額的短期變動(dòng)有正影響,影響系數(shù)分別為0.591627和1.619331,可見(jiàn)本期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的變化對(duì)當(dāng)期本期全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額影響比較大;而前一期的外商直接投資的短期變動(dòng)對(duì)對(duì)本期全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額的短期變動(dòng)產(chǎn)生了負(fù)影響,前一期的外商直接投資每增加1%會(huì)導(dǎo)致本期全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額下降0.23%,影響力并不大。另外滯后一項(xiàng)的非均衡誤差對(duì)本期全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額的變動(dòng)也起著負(fù)影響,符合誤差反向修正機(jī)制,上期誤差的30%在本期得到了修正。

三、結(jié)束語(yǔ)

就全國(guó)而言,外商直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)投資存在著長(zhǎng)期的擠出效應(yīng),我們認(rèn)為這主要是由外資企業(yè)與內(nèi)資企業(yè)在產(chǎn)品市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)所造成的。流入我國(guó)外資的行業(yè)分布比較集中于制造業(yè),尤其以輕工業(yè)為主,長(zhǎng)期以來(lái)制造業(yè)領(lǐng)域吸收的外商直接投資占實(shí)際利用的外商直接投資總額的60%以上,這與內(nèi)資企業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)總體上相似。由于輕工業(yè)大多屬于勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè),其產(chǎn)品技術(shù)含量不高,替代性較強(qiáng),這樣外企的進(jìn)入并不會(huì)創(chuàng)造和擴(kuò)大國(guó)內(nèi)的市場(chǎng)需求,只能與內(nèi)資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)去爭(zhēng)奪有限的市場(chǎng)空間。與國(guó)內(nèi)企業(yè)相比,外資企業(yè)通常擁有國(guó)際知名的品牌、豐富的管理經(jīng)驗(yàn)及國(guó)家給予的超國(guó)民待遇,所以在產(chǎn)品市場(chǎng)的激烈競(jìng)爭(zhēng)中外資企業(yè)具有明顯的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì),進(jìn)而減少或取代了國(guó)內(nèi)的投資。另外,今幾年來(lái)外商直接投資選擇獨(dú)資這種生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)方式的比重不斷上升,2004,2005,2006年這個(gè)比重更是超過(guò)了70%,這也就限制了外商直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)企業(yè)技術(shù)溢出效應(yīng)更好的發(fā)揮。

從短期看,外商直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)投資變化存在滯后一期的負(fù)影響, 前一期外商直接投資每增加1%會(huì)導(dǎo)致本期全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額下降0.23%,這說(shuō)明外資企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)要經(jīng)過(guò)一段時(shí)間才能逐步發(fā)揮出來(lái);對(duì)本期國(guó)內(nèi)投資變化影響最大的還是當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平,當(dāng)期GDP每增加1%,大約會(huì)使得國(guó)內(nèi)投資增加1.6%;而上期的非均衡誤差對(duì)本期國(guó)內(nèi)投資的影響也達(dá)到了0.3。

鑒于外商直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)的固定資產(chǎn)投資產(chǎn)生的擠出作用,國(guó)家在今后利用外資的政策上要做出一定的調(diào)整來(lái)增強(qiáng)外商直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)投資的擠入效應(yīng),削弱其擠出效應(yīng),這對(duì)于提高利用外資的質(zhì)量,優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式都有著重要的意義。因此我們建議:國(guó)家應(yīng)積極將外資引入到服務(wù)業(yè)領(lǐng)域,改變當(dāng)前這種過(guò)度集中于制造業(yè)的狀況。即使在制造業(yè)吸收外商直接投資也只能引入那些技術(shù)含量高的知識(shí)密集型外資企業(yè),而對(duì)于一般的加工制造業(yè)實(shí)行國(guó)民待遇,這樣會(huì)增強(qiáng)外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng),也有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)。

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